Procédés de calcul. Moyennes. Corrélations. Méthodes d'analyse factorielle - compte-rendu ; n°1 ; vol.40, pg 821-831

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L'année psychologique - Année 1939 - Volume 40 - Numéro 1 - Pages 821-831
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Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.
Publié le : dimanche 1 janvier 1939
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4° Procédés de calcul. Moyennes. Corrélations. Méthodes
d'analyse factorielle
In: L'année psychologique. 1939 vol. 40. pp. 821-831.
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4° Procédés de calcul. Moyennes. Corrélations. Méthodes d'analyse factorielle. In: L'année psychologique. 1939 vol. 40. pp.
821-831.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1939_num_40_1_5869PROCÉDÉS DE CALCUL. iMOYENNES. CORRÉLATIONS 821
(Adaptation des tests à la correction par machine). — J. of appl.
Ps., XXIII, 6, 1939, p. 709-719.
On sait qu'un dispositif mécanique a été mis au point, aux États-
Unis, pour la correction automatique des tests. Le principe en est
basé sur un système de chercheurs qui font avancer un compteur
chaque fais qu'ils rencontrent une « bonne réponse » c'est-à-dire un
trait fait par le sujet à un endroit déterminé à l'aide d'un crayon
spécial qui rend la ligne marquée conductible à l'électricité. Les tests
adaptés à la correction automatique comportent d'une part le cahier
des tests proprement dit, qui contient l'explication des consignes et les
questions et, d'autre part, une feuille sur laquelle le sujet marque ses
réponses. K. montre que les tests les plus divers peuvent être adaptés
à ce système de correction. La forme habituelle des tests est à peine
modifiée dans les tests du type « exact-inexact » ou « choix multiple ».
Ceux qui comportent habituellement des réponses plus complexes
doivent être transformés en tests du type de « choix multiple ».
D. W.
4° Procédés de calcul. Moyennes. Corrélations
Méthodes d'analyse factorielle
1490. — F. M. URBAN. — The method of equal appearing intervals
(La méthode des intervalles d'apparence égale). — - Psychometrika,
IV, 2, 1939, p. 117-131.
Analyse psychométrique des résultats publiés par Guilford sur
un test de triage de cartes destiné à faire jouer la perception globale
d'une densité de points. Les lois de Weber et de Fechner se montrent
valables. A. F.
1491. — R. M. W. TRAVERS. — The use of a discriminant function
in the treatment of psychological group differences (V emploi d'une
fonction discriminatrice dans le traitement des différences psycholo
giques entre groupes). — Psychometrika, IV, 1, 1939, p. 25-32.
Description d'une méthode pour déterminer la série de poids à
donner aux différents tests d'une batterie de façon à séparer au
maximum les notes globales de deux groupes distincts. A. F.
1492. — DAVID G. RYANS. — A note on methods of test validation
(Note sur les méthodes de détermination de la validité d'un test). —
J. of ed. Ps., XXX, 4, 1939, p. 315-319.
L'A. conseille d'employer la technique de l'analyse factorielle
pour déterminer le degré de validité d'un test. Il donne, très briève
ment, l'indication des travaux nécessités avec un exemple à l'appui.
J. M.
1493. — G. BURT et W. STEPHENSON. — Alternative views on
correlations between persons (Points de vue opposés sur les corréla
tions entre personnes). — Psychometrika, IV, 4, 1939, p. 269-281.
Polémique entre les deux auteurs, qui développent côte à côte
leurs idées, souvent antagonistes, dans un article commun consacré
aux corrélations entre personnes (par opposition aux corrélations ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES 822
entre traits mentaux). Les techniques de calcul utilisées (multifacto-
riellepour B., bifactorielle pour S.) ne sont pas la cause essentielle du
désaccord, qui réside plutôt dans la nature des buts que chaque
auteur se propose d'atteindre. Comme conséquence de son « Principe
de réciprocité », B. maintient que les facteurs de groupe obtenus en
mettant les personnes en corrélation doivent être les mêmes, en
nombre et en nature, que dans les corrélations entre traits ; en
particulier les facteurs seront peu nombreux (principe de parcimonie)
et ne représenteront pas autre chose que des modes de classification
largement arbitraires. Pour S., au contraire, les facteurs seront
nombreux et auront une signification concrète ; le but sera de définir
le champ d'une typologie « personnaliste ». B. a une conception des
types qui relie ces derniers aux facteurs découvrables par la méthode
ordinaire (dite technique r), tandis que dans la méthode de S. (dite
technique Q), on cherche à mettre en évidence des entités naturelles,
dont le nombre ne saurait se limiter à celui des quelques facteurs
généraux obtenus par l'analyse ordinaire. A. F.
1494. — W. STEPHENSON.— Two contributions to the theory of
mental testing. I. A new performance test for measuring abilities
as correlation coefficients (Deux à la théorie des tests
mentaux. Un nouveau test d'intelligence pratique pour mesurer les
aptitudes comme de corrélation) . — Br. J. of Ps., XXX,
1, 1939, p. 20-35.
On se souvient que l'A. avait introduit dans le domaine de la
psychométrie un nouveau facteur Q destiné à établir des corréla
tions entre les personnes comme r les établit entre les tests. Ce
facteur Q a permis d'isoler des types en fournissant les indices de ces
types dans l'étude de la personnalité, de la valeur hédonique de
certaines odeurs et des prédilections esthétiques. Dans la théorie des
deux facteurs, avec la technique r on faisait la distinction entre les
individus ayant un facteur g inné ou acquis ; plus la saturation d'un
test en g étant grande plus la précision est grande. Dans la technique q
l'inverse est vrai, c'est-à-dire que ce seront les tests eux-mêmes qui
seront considérés maintenant comme possédant des valeurs innées ou
acquises de g. Toutes les personnes d'un certain type donneront des
résultats analogues à un même test, et la technique q servira dans la
psychologie générale à définir des types de même que la technique r
sert à découvrir des différences individuelles.
L'A. s'appuie sur le point de vue de Burt selon lequel le calcul
des corrélations entre tests ou personnes est pure affaire de convent
ion, et dépend de la prédominance des résultats renseignant sur les
tests ou sur les personnes. Pour pousser plus loin ces études il faudrait
établir des tests qui varient moins selon la manière dont on les
interprète. L'A. propose un exemple simple, il s'agit d'apprécier le
degré de ressemblance de 20 tests avec l'étalon, chaque test ayant
avec lui un degré fixé de ressemblance. L'individu au contraire sera
considéré comme une variable, en déterminant des conditions d'expé
rience agissant différemment sur son habileté. On pourra donc à
partir d'un étalon invariable étudier les corrélations des aptitudes de
différents sujets, les différences individuelles dépendant donc directe- PROCÉDÉS DE CALCUL. MOYENNES. CORRÉLATIONS H'2'.i
ment du test et non de considérations statistiques de comparaison
«ntre personnes. I. L.
1495. — KENNETH H. BAKER. — Item validity by the analysis of
variance : an outline of method (Validité des questions d'un test
par l'analyse de la variance : esquisse d'une méthode). — Ps. Rec,
III, 19, 1939, p. 242-248.
B. décrit, à l'usage d'étudiants débutants de Psychologie et de
Pédagogie, les étapes du calcul de la variance d'un ensemble de
résultats. " J. St.
1496. — W. H. BURTON. — Some notes on validity (Quelques notes
sur la validité). — J. of Ed. Res., XXXII, 8, 1939, p. 605-607.
La détermination de la validité d'une épreuve est au point de
départ de toute recherche, d'où la nécessité d'en rappeler la définition
et de donner quelques illustrations à l'appui. Les garanties de validité
d'une épreuve reposent 1) sur les jugements d'experts à partir de
critères logiques ou d'observations contrôlées et non contrôlées ;
2) sur le calcul des corrélations entre épreuves soumises à la critique
et épreuves précédemment reconnues comme valables. I. L.
1497. — DAVID F. VOTAW et L. DANFORTH. — The effect of
method of response upon the validity of multiple-choice tests
(Influence de la méthode de réponse sur la validité des tests de choix
multiple). — J. of éd. Ps., XXX, 8, 1939, p. 624-627.
Le recours a la méthode des réponses « mécaniques » (inscription
-de La réponse par un signe convenu en marge, ou par une croix dans
un carré dont la situation peut varier, etc.) tend à allonger le temps
nécessaire à l'exécution de l'épreuve.
Il réduit également la validité du test, l'habileté du sujet au
« transfert mécanique » intervenant dans la réussite à côté de son
habileté à résoudre le test. Cette réduction est particulièrement
marquée dans le cas où la réponse est traduite par un symbole écrit
■dans la marge- J. M.
1498. — TRUMAN L, KELLEY. — The selection of upper and lower
groups for the validation of test items (Le choix de groupes extrêmes
pour déterminer la validité des questions dans les tests). — J. of ed.
Ps., XXX, 1, 1939, p. 17-25.
K. indique quelques règles à observer dans la composition des
groupes standards qui serviront à fixer le pouvoir de différenciation
des tests. Il conseille de recourir, dans le cas de tests présentés sous
la forme vrai-faux, à un groupe de sujets dont la réussite moyenne
soit 50 bonnes réponses sur 100 ; et de sélectionner dans les valeurs
extrêmes des groupes partiels comprenant 27 % des individus. Cette
proportion s'est révélée préférable à toute autre dans le cas de
tests à deux alternatives. J. M.
1499. — H. C. TAYLOR et J. T. RUSSELL. — The relationship of
validity coefficients to the practieal effectiveness of tests in
selection : discussion and tables (Relation entre les coefficients de ,
ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES 824
validité et l'efficience pratique des tests de sélection : discussion et
tables). — J. of appl. Ps., XXIII, 5, 1939, p. 565-578.
Le coefficient de corrélation ne fournit pas une mesure simple
de l'efficacité des tests de sélection ; on a proposé d'utiliser le coeffi
cient de dispersion liée de Kelley (alienation coefficient) K= y 1 — re
dont Hull a déduit une mesure d'efficience E = 1 — K. L'emploi
de cette mesure conduit à des résultats parfois décevants ; ainsi um
test d'une validité r = 0,50 ne posséderait, par comparaison avec un
test parfait ayant un r de 1,00, que 13 % d'efficacité.
Les A. proposent une mesure différente ; supposant qu'une pro
portion déterminée (par ex. 50 %) des candidats a donné
satisfaction dans le métier et qu'une proportion fixe des 'candidats
est choisie d'après les résultats dans les tests, on peut exprimer l'e
fficacité du test par la proportion des admis qui aura réussi dans le
métier ; si l'on désigne cette proportion par -r — — ^ on peut la compa- A. ~~j- x>
rer à la proportion observée dans la population des candidats
( et qu'on trouverait donc parmi les admis si le test avait une vali-
A + D \
dite nulle. ; on désignera cette proportion par - — r ) ; la
proportion serait égale à 100 % si le test possédait une validité r = 1,00
(à condition, bien entendu, que la proportion des admis ne dépasse
pas la proportion qui, dans l'ensemble des candidats, sont considérés
comme susceptibles d'être « bons professionnellement »). Envisagée
de cette manière, l'efficacité d'un test serait d'autant plus élevée,
toutes conditions égales par ailleurs, que la proportion des admis
sera plus faible, ce qui est bien conforme au sentiment dicté par le
bon sens ; ainsi, si, par exemple, la moitié des candidats est susceptible
de réussir dans le métier, on peut montrer qu'en sélectionnant 20 %
des candidats à l'aide d'un test ayant une validité de r = 0,50 on
obtient une sélection plus « efficace » qu'en 65 % des
candidats à l'aide d'un test parfait, ayant r = 1,00.
Onze tables jointes à ce mémoire permettent de trouver la pro-
portion . A des admis qui réussiront dans le métier, en
tion 1° de la qualité des effectifs (c'est-à-dire de la proportion de
candidats dans l'ensemble, susceptibles de réussir dans le métier) ;
2° du taux de sélection A . -f- , A _, ri 4- -j- , L „ B + U - et 3° du coefficient de
validité du test. Les tables supposent les surfaces normales de
corrélation. D. W.
1500. — CECIL B. READ. — A note on reliability by the ehane*
halves method (Note sur le coefficient de fidélité avec la méthode
des moitiés constituées au hasard). — J. of ed. Ps., XXX, 9, 1939,
p. 703-704.
■ Les coefficients de fidélité entre 2 moitiés de 'test sont te plus,
fréquemment calculés entre questions paires et impaires; La limita
tion du temps de travail ne permettant pas à tows les sujets d'éxami- PROCÉDÉS DE CALCUL. MOYENNES. CORRÉLATIONS 825
ner la totalité du test, on ne peut recourir à la comparaison entre la
première et la deuxième moitié.
Examinant les réponses de 486 étudiants à un test de la forme :
choix multiples, l'A. calcule la fidélité en appliquant la formule de
Spearman-Brown aux résultats des questions groupées différem
ment : articles pairs de la première partie et impairs des autres
parties ; des parties 1 et 2 et impairs des autres, etc.
Les 8 procédés successivement utilisés donnent des résultats très
voisins, les valeurs extrêmes sont : 0,952 et 0,961, leur différence
est égale à 1,6 fois l'erreur probable. J. M.
1501. — GH. PETERS. — Increasing reliability in controlled exper
iments (Augmentation de la fidélité dans les expériences contrôlées).
— J. of ed. Ps., XXX, 2, 1939, p. 143-150.
Il est injuste, dit P., de considérer « qu'aucune différence statist
iquement significative » n'a été relevée entre groupes expérimentaux
et groupes de contrôle, parce que la différence ne satisfait pas au
critère du triple de son erreur probable.
Simplement, on n'a pu prouver, dans ce cas, que l'un des groupes
de résultats est nettement supérieur à l'autre ; mais cette incapacité
peut être due à une insuffisance numérique du groupe considéré ou à
l'absence de moyens de mesure adéquats.
Il donne quelques conseils susceptibles d'améliorer la valeur des
indices, par exemple : multiplier les tests semblables pour élargir,
approfondir la signification de chaque mesure, ne recourir qu'à des
tests d'une validité élevée et certaine comme base de comparaison,
répéter les expériences, et utiliser la totalité des résultats obtenus dans
ces divers essais. J. M.
1502. — H. CHAMPNEY et H. MARSHALL. — Optimal refin
ement of the rating scale (Finesse optima de l'échelle d'évaluation).
— J. of appl. Ps., XXIII, 3, 1939, p. 323-331.
Symonds partait de la formule de Sheppard-Kelley pour estimer
la fidélité des échelles d'évaluation en fonction du nombre d'échelons
utilisés. Des vérifications empiriques entreprises par les A. par
l'emploi d'échelles graphiques d'évaluation (admettant la lecture
tantôt au centimètre, tantôt au millimètre près), n'ont pas confirmé
les conclusions de Symonds ; sur un grand nombre de données
diverses, l'échelle millimétrique a montré une fidélité (comparaison
de deux formes de la fiche) supérieure à celle fournie sur les mêmes
données par la lecture centimétrée, la différence étant environ deux
fois plus forte que celle qui pouvait être escomptée par application de
la formule de Sheppard-Kelley.
En rendant une échelle plus fine on fait jouer des effets complexes
et le changement de fidélité serait exprimé au mieux par la formule de
corrélation entre les sommes ; la note sur l'échelle la plus fine est
alors considérée comme étant égale à la note de l'échelle grossière
augmentée d'une décimale (ou autre fraction). D. W.
1503. — G. L. KREEZER et K. P. BRADWAY. — The direct
determination of the probable error of measurement of Binet ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES -826
mental age (Détermination directe de Verreur probable dahs la
mesure de Vâge mental selon Binet). — J. of Ed. Res., XXXIII, 3,
1939, p. 197-213.
Examen d'un groupe de 45 sujets d'âge mental de 1 à 12 ans,
choisis parmi un initial de 600 individus.
L'erreur probable moyenne pour tout le groupe est de 0 an 15,
ce qui donne une marge d'erreur de ± 0 an 6, ce qui est inférieur à
l'erreur prévue par la plupart des expérimentateurs mais s'accorde
avec les recherches de Lincoln. L'A. donne quelques indications
bibliographiques sur ce sujet. I. L.
1504. — J. C. FLANAGAN. — General considerations in the selec
tion of test items and a short method of estimating the product-
moment coefficient from data at the tails of the distribution
(Considérations générales sur le choix a"éléments de test et procédé
rapide d'estimation du coefficient de corrélation (méthode des
produits) en partant des groupes extrêmes de la distribution). - —
J. of ed. Ps., XXX, 9, 1939, p. 674-680.
La sélection des articles appelés à constituer un test est basée sur
des considérations variées dont 2 sont particulièrement importantes. :
la validité et le degré de difficulté.
L'étude de ces caractéristiques peut être conduite très rapidement
si l'on a recours à la méthode proposée par F. ; par l'examea de la
distribution des résultats, on sait immédiatement si le niveau de
difficulté convient ou non au groupe envisagé. La valeur de diff
érenciation des articles peut être déterminée par le calcul d'un coeffi
cient applicable dans tous les cas où r bisérial peut être obtenu, et
ne faisant intervenir que les valeurs extrêmes, 27 % des cas environ.
Une table facilite ces déterminations. J. M.
1505. — ROBERT H. THOULESS. — The effects of errors of
measurement on correlation coefficients (Les effets des erreurs de
mesures sur les coefficients de corrélation). — Br. J. of Ps., XXIX,
4, 1939, p. 383-403.
.Après avoir examiné les diverses formules de Spearman de
correction des coefficients de corrélation pour atténuation, e*est-à-
dire pour la diminution de valeur absolue que subit le coefficient de
corrélation totale lorsque les caractères étudiés subissent des erreurs
de mesures, l'auteur examine les cas d'applications à la psychologie
dans lesquels on doit ou on ne doit pas utiliser ces formules de
correction. Pour estimer la reliability on peut : soit faire subir 2 fois
le test à chaque individu, ce qui implique la non intervention de la
mémoire ; soit diviser le test en 2 parties, le test doit alors être assez
long ; soit faire subir 2 tests de difficultés équivalentes. La correction
pour atténuation ne doit pas être faite si l'on désire connaître la
corrélation entre les résultats de 2 tests ou si l'on veut savoir si
2 aptitudes sont liées ou non ; par contre on doit la faire pour estimer
Ja vraie entre 2 fonctions.
Pour l'étude de la corrélation partielle la formule de Yule n'est
pas applicable à des mesures entachées d'erreurs ; l'auteur démontre
et propose la formule suivante pour calculer la corrélation partielle PROCÉDÉS DE CALCUL. MOYENNES. CORRÉLATIONS 827
entre A et B à C constant lorsque C seal subit des erreurs de mesures
en utilisant 2 mesures Cx et C2 de C sur chaque individu :
/"ab . c = — zmz^zzz^^mzmiiizi^^rzmrr Tab fei cs — V rAc, fAC3 Tbc, /"bc2
V (^Cj C2 /"ACj rACs) (/"d Cj /"BCj A'BCj)
Cette formule suppose que les erreurs de mesures sur G sont
indépendantes de A, B et C. P. D.
1506. — SAMUEL P. HAYES. — Converting percentage differences
into tetraehoric correlation coefficients (Conversion de différences
de pourcentages en coefficients de corrélations tétrachoriques ) . — -
J. of ed. Ps., XXX, 5, 1939, p. 391-396.
Proposition de tables facilitant le calcul de coefficients de corréla
tion tétrachoriques, et notes explicatives pour leur utilisation.
J. M.
1507. — G. K. BENNETT. — The correlation between scores expres
sed as percentiles (Corrélation entre résultats exprimés en centiles).
— J. of ed. Ps., XXX, 6, p. 470-472.
B. propose une méthode de calcul simple, du coefficient de corré
lation de Pearson, en partant, non des valeurs brutes, mais de leur
traduction en « unités-centiles » obtenues en les répartissant en
intervalles de classe uniformes, approximativement égaux a a.
Il illustre ces indications par deux tableaux où les distributions
de valeurs présentées sous la forme directe et, d'autre part, réduites
<m centiles normalisés donnent des indices de corrélation très voisins.
J. M.
1508. —M. W. RICHARDSON et G. F. KUDER. — The calcula
tion of test reliability coefficients based on the method of rational
equivalence (Le calcul de de fidélité basé sur la méthode
des équivalences rationnelles). — J. of ed. Ps., XXX, 9, 1939,
p. 681-687.
Ce travail fait suite à une publication de ces A. (Psychometrika, II,
3, 1937. — C. R. dans : Année Psychologique, 1937, n° 1812), se
rapportant à l'établissement de formules pour le calcul de coefficients
de fidélité.
Ces formules sont présentées, dans ce dernier travail, d'une
manière tout à fait pratique ; indication des calculs nécessaires pour
la détermination du coefficient. Ces calculs sont relativement peu
importants, et permettent d'atteindre une très bonne approximat
ion ; ils peuvent être encore réduits, si l'on se contente d'une indi
cation sommaire de l'ordre de grandeur de l'indice de fidélité.
J. M.
1509. — M. DAVIES. — The general factor in correlations between
persons (Le facteur général dans les corrélations entre personnes). —
Br. J. of Ps., XXIX, 1939, p. 404-421.
Le présent travail est une étude d'ensemble concernant le facteur
général des corrélations entre sujets. Il peut être rapproché, comme le 828 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
remarque l'auteur lui-même, du travail de Spearman examinant les
corrélations entre tests pour y découvrir un facteur général. Spearman
commença avec 14 tables de corrélations. D. en examine 48. La
présente étude n'est donc pas prématurée.
L'analyse factorielle des corrélations entre sujets est maintenant
assez ancienne pour être examinée avec déjà un certain recul. D. en
esquisse l'histoire et la bibliographie. Sa contribution personnelle
consiste en certaines conclusions générales sur les méthodes à utiliser
et les résultats acquis.
1° II convient en général de prendre pour l'analyse la matrice de
corrélations dans son ensemble ; l'examen de matrices partielles n'est
indiqué que lorsque les sujets appartiennent à des échantillons,
hétérogènes et discontinus ;
2° Le facteur général épuise presque toujours l'essentiel de la
variance des corrélations. Les facteurs secondaires spécifiques ont
peu ou point de signification statistique. Les résultats ne prouvent
donc guère que cette technique permette de dégager des types
de sujets. J. St.
1510. — M. M. BOLLES et J. ZUBIN. — A graphie method for
evaluating differences between frequencies ( Une méthode graphique
pour évaluer les différences entre fréquences ). — J. of appl. Ps.,,
XXIII, 4, 1939, p. 440-449.
La méthode graphique proposée par Z. (J. of ed. Ps., 1936)
permet de réduire considérablement le labeur nécessaire pour déter
miner si une différence de pourcentages dans deux échantillons est
statistiquement significative, évitant le calcul de Xa ou d'erreur-
type de la différence. Le présent article fournit de nouvelles simpli
fications de la méthode, et un exemple d'application dont le temps
d'élaboration a demandé 20 heures (au lieu de 100 heures par la
méthode classique de X2). D. W.
1511. — PHILIP H. DUBOIS. — Formulas and tables for rank
correlation (Formules et tables de corrélation par rang). — Ps. Rec.»
III, 5, 1939, p. 46-56.
La formule classique de Spearman
, 6 SD8 ...
fournit un indice de corrélation quand les données sont classées
d'une manière ordinale. Cette formule est utile quand les calculs
doivent être faits à la main. Quand les calculs seront exécutés par
machines Hollerith, il faudra préférer les formules :
P." 6SS*-N(N + 1) (7N + 5) . (3'
N(N*-1)
dans lesquelles S (Rj R2) désigne la somme des produits des paires de
rangs et SS2 la somme des carrés des sommes des rangs. En outre les. PROCÉDÉS DE CALCUL. iMOYENNES. CORRÉLATIONS 829
formules (2) et (3) peuvent être simplifiées par l'usage d'une table
construite par D., qui donne immédiatement la valeur des expressions
contenant N. Toutefois ces formules supposent qu'il n'y a pas
à'ex aequo.
Le rang des ex aequo est généralement déterminé par la méthode
dite des parenthèses et la méthode du rang moyen. D. examine
mathématiquement la valeur de ces méthodes. La lre est sans valeur.
La seconde donne une bonne approximation. Si l'on veut un calcul
«xact il faudra utiliser la formule établie par D.
I R)*-}-:-! _ (4)
<jui donne le rang corrigé Rc, en fonction du rang moyen (M — R)
«t du nombre -' Ni des ex aequo. D. donne une table des valeurs J. des St. Rc.
1512. — P. G. HOEL. — A significance test for minimum rank in
factor analysis (Test de valeur significative pour le rang minimum
dans l'analyse factorielle). — Psychometrika, IV, 4, 1939, p. 245-
253.
La question de savoir à quel moment arrêter l'extraction de
facteurs dans une matrice de corrélations est souvent résolue par
«ne sous-estimation du nombre minimum de facteurs significatifs.
L'auteur présente une nouvelle méthode pour déterminer ce nombre
dans le cas où l'on emploie la technique dite des axes principaux.
A. F.
1513. — P. DELAPORTE. — Une méthode d'analyse des corréla
tions. — G. R., CCVIII, 1939, p. 1960-1963, et CCIX, p. 142-144.
Partant de l'analyse factorielle de Spearman, D. montre que,
pour vérifier la possibilité d'une décomposition en un facteur de
groupe et des facteurs spécifiques, on peut utilement substituer, à
l'étude isolée de la nullité des tétrades, la considération d'une
certaine suite d'égalités de rapports de corrélation montrant une
•communauté d'intervalles d'échantillonnage.
D. indique comment on peut déterminer pratiquement ces inter
valles, dont l'étude permet en outre de fixer statistiquement la
position des facteurs de groupe.
Il donne un exemple simple d'application à un cas de mesures de
dimensions corporelles (au nombre de 7) effectuées sur 3.000 hommes
adultes, Spearman ayant reconnu l'impossibilité d'en assurer une
représentation par appel à un facteur général.
En faisant appel à deux facteurs de groupe, dont l'un concerne
les mesures céphaliques et l'autre les autres mesures somatiques,
D. montre que l'on peut assurer une représentation satisfaisante
avec un facteur général et ces deux facteurs de groupe, la saturation
de chacune des mesures étant donnée avec son facteur de groupe et le
facteur général.
Il paraît y avoir là un fort intéressant progrès pour le maniement
de l'analyse factorielle. H. P.

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